Вопрос 46: си дин-и и вып. Пл. Пр-ва пп. Инд-ы физ. V пр-ва.

Изуч-е дин-и пр-ва ПП на основе постороения инд-ов физ. V пр-ва ПП. Сущ-ют разл-ые способы исчис-я инд-ов физ. V пр-ва ПП:

i_{q =} q₁/q₀ – индив. инд-с физ. V, строится для отдельного вида П и явл-ся рез-том сравнения V пр-ва ПП в отчетном периоде с V пр-ва в периоде, принятым за основание сравнения (прошлым или нек-рым прошлым, принятым за базу сравнения). В основе его измер-е V пр-ой П – в натур-м выражении. ∆q = q₁-q₀, в натур-ом выражении. Инд. кол-ного пок-ля.

Для получения обобщающих хар-тик, позволяющих измер-ть дин-у разнородной П (по подотрослям) строятся общие инд. физ. V: Iq=∑p_c*q₁/∑p_c*q₀ – cопос. V пр-ой П в сопоставимых ценах – V пр-ва отчетного периода в сопос. ценах срав-ся с V пр-ва базисного периода тоже в сопос. ценах. В кач-ве сопоставимых цен выступают: pc=p₀, p₁, p_б(нек-рого года (периода), принятого в кач-ве базисного). Особенности: а) если p_c = p₁: Iq= ∑p₁*q₁/∑p₁*q₀ – и несмотря на то, что осн. назначение инд-а – исключить влияние ценового фактора, этот инд. не позволяет это сделать, т.к. измен-е цен от базисного в отчет. уже произошло; б) если p_c=p₀: Iq= ∑p₀*q₁/∑p₀*q₀ – V пр –ва П в отчет. периоде в базисных ценах срав-ся с V пр-ва П базисного периода в факт. ценах. Недостаток: не позволяет учесть Т, выпуск к-рых начат в отчет. периоде (для них нет p₀); в) если p_c=p_б: Iq=∑p_б*q₁/∑p_б*q₀ – достигается цель иск-я ценового фактора. Необх-мым усл-ем прим-я любого инд-а явл-ся полнота инф-ции: данные об V пр-ва П в натур. выражении и оценка по всем видам П д. присутствовать. След. схема исчисления инд. инд. физ. V: м.б. рассчитан как инд. ср. ариф. взвешенной: Iq=∑i_q*p₀*q₀/∑p₀*q₀, где i_q – индив-й инд. пр-ва П, p₀*q₀/∑p₀*q₀ – хар-ет доля данного вида П в общем выпуске. Достоинство: в кач-ве веса при применении формулы м. принмать не только по стр-ре базисного периода, а и по структуре любого года, по к-рому им-ся сведения структуры (за годы переписей, цензов, структурных обследований). Еще один способ исчисления инд. физ. V: Iq=Ipq/Ip, где Ipq=∑p₁*q₁/∑p₀*q₀ – П отчет. периода в факт. ценах /П базис. периода в факт. ценах; Ip=∑p₁*q₁/∑p₀*q₁ – инд. цен – дефлятор, исчисляемый по ПП: V пр-ой П в отчет. периоде в факт. ценах/V пр-ой П в отчет. периоде в базис. ценах. В наст. t ГКСом РФ разработана и прим-ся след. методика исчис-я инд. физ. V пр-ва ПП. Опред-е инд. физ. V базируется на испол-и данных и дин-е натур-вещ-ных пок-лей пр-ва по установленномй набору Т-в. Эти данные собираются по форме П1 для крупных и ср. п/п. Расчет инд. пр-ся в 3 этапа: 1) рассчитывается инд. физ. V по элементарным подотраслям: i_q=∑p_c*q₁/∑p_c*q₀ – по Т-м-представителям, по к-рым собраны данные (прим-ся сопос. цены (цены нек-рого года, принятого в кач-ве базисного – сейчас 1999г., до этого 1995); 2) произ=ся расчет инд-в по отраслям: Iq_{отраслевой} = ∑i_q*ВДСподотрасли/∑ВДСподотрасли, в кач-ве веса – ВДС подотсрасли или доля (%), к-рую составляет ВДС подотрасли в ВДС отрасли, к-рая рассчитана по базисному году (1999); 3) исчисление инд-в по пром-ти в целом: Iq_пром=∑Iq_{подотрасли}*ВДСотрасли/∑ВДСотрасли – взвешивается по ВДС отрасли. Структура для базисного года (1999 – проведено структурное обследование п/п пром-ти по форме П1). На каждом этапе сущ-ют еще 3 этапа. Так. об. исчис-ся инд. физ. V по крупным и ср-м п/п, далее он корректируется и уточняется; учитыватется: V пр-ва П совместными и малыми п/п, структурными (подсобными) подразделениями непром-ных п/п, к-рые занимаются выпуском ПП; корректировка – уч. пр-ва ПП в домохоз-вах и в неформальном секторе эк-ки. Этот пок-ль отражает дин-у пр-ва ПП. Рассчитывается по срав-ю с пред. периодом (цепные), а также с соот-щим периодом прошлого года. Инд. физ. V рассчитывается: за месяц, года, полугодие, квартал. А также в течение квартала, полугодия и года нарастающим итогом с нач. года (отражает дин-у пр-ва в 2х смежных годах: 4 мес. пред. года с 4 месяцами текущего года). Текущая ст-ка: За 2003 – V пр-ва ПП – 8498 млрд. руб, 2002 – 6868 млрд. руб. (в факт. ценах). Инд. пром-ного пр-ва в % к соот-щему периоду прошлого года: 2003 (к 2002) – 107,0%.

При анализе деят-ти фирмы м.б. поставлен ? о выполнении составленного на текущий период плана по V пр-ва П. Это предполагает сопоставление факт. и планового выпуска П. Пусть q₁ и q_пл – соот-но факт и плановый выпуск определенного вида П в натур. ед-х измер-я. Инд-ы выполнения плана по V П (%) м.б. записаны след. образом: а) индив. инд.: i_q=(q₁ / q _пл )*100 – для определенного вида П; общий инд.: I_q= (∑pq₁/ ∑pq _пл)*100 – по всем видам П в целом, где p- цены, предусм. планом. Выполнение плана по ассортименту выпускаемой П предполагает, что по каждому виду П факт. V пр-ва не меньше палнового. Если это усл-е не выполняется, то план по ассортименту считается не выполненным. Для кол-ной оценки степени выполнения плана по ассортименту П м.б. исчислен инд., представляющий собой отнош-е стоимостного V П, зачтенного в выполнение плана по ассортименту, к палновому V П: I _ассорт = ∑pq^′₁/ ∑pq _пл, pq^′₁ – объём прод., зачтён. в выполн. плана по ассортим.: pq ₁, если q₁<q _пл, pq _пл, если q₁>=q _пл. Анализ выполнения плана по V пр-ва дополняется изуч-ем ритмичности выпуска П. В основе одного из м-дов исслед-я ритмичнотси выпуска П лежит сопоставление факт. выпусков по декадам или др-м периодам t-ни с установленным графиком пр-ва. Для получения обобщающей хар-ки ритмичности выпуска П исчислят след. к-т ритмичности: K_ритм= ∑pq′₁/ ∑pq _пл, где ∑pq′₁ –скоррект. ∑ факт. выпущен. прод – ии по декадам, pq′₁ – факт. выпуск за декаду, если план не выполнен, и план. выпуск за декаду, если выполнен. Одним из направления эк-ко-ст-кого анализа явл-ся изуч-е кач-ва выпускаемой П. В ряде отраслей пром-ти кач-во П хар-ся сортностью. Для получения кол-ной оценки измен-я кач-ва П испол-ся инд. сортности. В основе их лежит сопоставление ср. цен ед. П. Если доля П 1ого сорта увеличится, то возрастет и ср. цена ед. П, и наоборот. Для П одного вида инд. сортности исчис-ся как отнош-е ср. цены за ед. П при факт. соотношении сортов к ср. цене за ед. той же П при плановом (или базисном) соотношении сортов: i_сорт = ¯p₁ / ¯p_пл = (∑pq₁/∑q₁)/(∑pq_пл/∑q_пл), где p – цена соот-щего сорта П данного вида; q₁ и q_пл – кол-во П каждого вида, сотт-но факт. и предусмотренное планом (или в базисном периоде). Если i_сорт>100%, это свидетельствует об увеличении доли П более высого кач-ва, и наоборот. ∑ потерь или доп-ой выручки от измен-я сортности опред-ся по формуле: Э = (¯p₁ - ¯p_пл)∑q₁. Данный пок-ль отражает прирост (Э>100) или умен-ие (Э<100) потенциальной выручки от раел-и П в св. с измен-ем ее кач-ва (отклонение факт. соотношения сртов от предусмотренного планом). Если пр-ся несколько видов П, каждый из них им. несколько сортов, то м.б. исчислен агрегатный инд. сортности: I_сорт = ∑pq_1/∑¯p_плq₁, где ∑pq_1- ст-ть факт. выпуска продукции при факт. соотнош. сортов, ∑¯p_плq₁- ст-ть факт. выпуска при план. соотнош. сортов. Э = ∑pq₁ -∑¯p_плq₁ - ∑ потерь или доп-ой выручки от измен-я сортности.